Panel Data Research Center, Keio University
PDRC Discussion Paper Series

The relationship between age at first marriage and divorce in Japan
Kazuma Sato
31 March, 2018
DP2017-011
https://www.pdrc.keio.ac.jp/en/publications/dp/4397/

Panel Data Research Center, Keio University
2-15-45 Mita, Minato-ku, Tokyo 108-8345, Japan
info@pdrc.keio.ac.jp
31 March, 2018

The relationship between age at first marriage and divorce in Japan
Kazuma Sato
PDRC Keio DP2017-011
31 March, 2018
JEL Classification: J12,J13
Keywords: divorce;age at first marriage

Abstract
This study examines the relationship between age at first marriage and divorce in Japan. The result showthat the relationship between probability of divorce and age at first marriage is U shape, implying that therise of age at first marriage does not always increase the divorce, rather it stabilizes the marital
relationship. In addition, the result show that the relationship between the marital satisfaction and age atfirst marriage is inverse U shape.

Kazuma Sato
Faculty of Political Science and Economics, Takushoku University
3-4-14, Kohinata, Bunkyo-ku, Tokyo 112-8585, Japan
ksqwt864@gmail.com

Acknowledgement: Acknowledgement : This work was supported by Grant-in-Aid for Scientific Research (B)
17KT0037 2017～2020.

何歳で結婚すると離婚しにくいのか†佐藤一磨*
要約
我が国の初婚年齢は上昇傾向にある。この初婚年齢の変化について、主に少子化との関連からさまざまな分析が行われてきた。しかし、欧米では初婚年齢の変化が離婚に及ぼす影響についても分析が蓄積されている。この初婚年齢と離婚の関係を明示的に検証した研究は国内では少なく、明らかになっていない点も多い。そこで、本稿では家計経済研究所の『消費生活に関するパネル調査』を用い、初婚年齢と離婚の関係について分析した。この分析の結果、次の 3 点が明らかになった。1 点目は、初婚年齢が 20 代から 30 代に上昇するにつれて離婚確率が低下するが、32 歳以降になると反転し、離婚確率が増加することがわかった。
この結果から、初婚年齢と離婚確率の関係は U 字型になっていると考えられる。この結果は、初婚年齢の上昇が必ずしも離婚を増加させるわけではなく、むしろ、結婚を安定化させる場合もあることを示す。なお、離婚確率が最も低かったのは 30 歳と 31 歳であった。2 点
目は、初婚年齢と夫婦関係満足度について分析した結果、初婚年齢が 20 代から 30 代に増加するにつれて満足度が上昇し、30 歳以降に低下することがわかった。この結果から、初婚年齢と夫婦関係満足度の関係は逆 U 字型になっていると考えられる。3 点目は、妻の学歴別に初婚年齢と離婚の関係を分析した結果、専門・短大卒以上の高学歴層ほど、30 代前
半以降の離婚確率の上昇が顕著であることがわかった。

†

本稿の作成にあたり公益財団法人家計経済研究所が実施した『消費生活に関するパネル調査』の個票データの提供を受けた。本項の作成にあたり、寺村絵里子准教授（明海大学）からコメントをいただいた。
ここに記して感謝する次第である。なお、本研究は JSPS 科研費（17KT0037）の助成を受けたものである。
*

拓殖大学政経学部准教授

1

1

問題意識
OECD に加盟する多くの国において、初婚年齢が上昇している。日本も例外ではなく、

厚生労働省の『人口動態統計』を見ると、1980 年では女性の平均初婚年齢が 25.2 歳であったが、2014 年では 29.4 歳と約 4 歳以上上昇した。初婚年齢に関して我が国では、その上昇が出産に及ぼす影響が主に分析されてきた。この分析の結果、初婚年齢の上昇が結婚のタイ
ミングを遅らせることを通じて出産も遅らせ、少子化の一因となっていることが明らかにされている(山口 2004；厚生労働省大臣官房統計情報部 2013)。このように初婚年齢の上昇
は、出産に負の影響を及ぼすが、その他の人口動態の変化にも影響を及ぼす可能性がある。
その 1 つが離婚であり、欧米では初婚年齢と離婚の関係についての研究が蓄積されてきた。経済学の視点からは Becker et al(1977)が嚆矢となっており、10 代で結婚すると離婚確率が高くなるものの、初婚年齢が上昇するにつれて離婚確率が低下することを明らかにしている。また、年齢がある一定以上に上昇すると、女性では出産限界年齢が近づくため、相手とのマッチングが悪くとも結婚するようになり、離婚確率が再び上昇することを示した。
このように初婚年齢と離婚確率は U 字型の関係となっている可能性があるものの、この点を明示的に検証した研究は Leher(2008)や Leher and Chen(2013)であり、その数は少ない。
特に日本においてこの点を明示的に検証した研究は少なく、初婚年齢と離婚確率が Becker
et al(1977)と同じく U 字型の関係となっているかは明確ではない。もし日本でも非線形の関係となっている場合、初婚年齢の上昇が必ずしも離婚確率を高めず、むしろ、結婚の安定に寄与する可能性がある。実際、Rotz(2016)はアメリカの婚姻年齢の上昇が離婚抑制に大きな影響を及ぼしたことを指摘している。我が国の離婚件数も 2003 年以降徐々に減少しており、この背景には結婚年齢の上昇が寄与した可能性がある1。このように初婚年齢の上昇は
子どもの数の減少といった負の影響だけではなく、結婚の安定に寄与する可能性もあるため、その実態の把握は今後の人口動態の変化を検討する上でも重要になると考えられる。
そこで、本稿では初婚年齢と離婚の関係を分析する。使用データは家計経済研究所の『消費生活に関するパネル調査(以下、JPSC)』である。JPSC を利用する最大の利点は、調査期間が長く、他のデータよりも多くの離婚サンプルを含んでいる点にある。ただし、JPSC は
主に女性を調査対象としているため、分析でも女性の初婚年齢と離婚の関係を検証する。
先行研究と比較した際の本稿の特徴は次の 3 点である。1 点目は、離婚に関する Logit モ
デルからシミュレーションを行い、何歳で結婚すると離婚確率が最も低くなるのかを算出している点である。2 点目は、初婚年齢と夫婦関係満足度の関係も分析している点である。
初婚年齢が 20 歳以下やある一定の年齢を超え、夫婦のマッチングが悪化している場合、夫1

我が国の離婚件数はバブル崩壊直後から上昇し、2002 年には 289,836 件にまで至ったが、その後減少し、2016 年では 2002 年から 25%程度まで低下した。このように離婚件数が減少する中で、同居期間が20 年以上の熟年離婚が増加している。この熟年離婚については佐藤(2017)でその決定要因等が分析されている。

2

婦関係満足度も低下している可能性がある。この場合、初婚年齢と夫婦関係満足度は逆 U
字型の関係になっていると考えられ、この点を検証する。3 点目は初婚年齢と離婚の関係を学歴別に検証している点である。高学歴層と低学歴層を比較した場合、前者の就学期間が長いだけでなく、就業意欲の高い女性比率も多いため、結婚年齢が高くなると考えられる。この場合、高学歴の女性ほど出産限界年齢付近まで結婚相手を探す比率が増え、結婚相手とのマッチングが悪化する可能性がある。この結果、低学歴層と比較して高学歴層ほど、初婚年
齢と離婚確率の U 字型の関係が顕著に表れると予想され、この点も検証している。
本稿の構成は次のとおりである。第 2 節では先行研究を概観し、本稿の位置づけを確認する。第 3 節では使用データについて説明し、第 4 節では推計手法について述べる。第 5 節
では推計結果について述べ、最後の第 6 節では本稿の結論と今後の研究課題を説明する。

2

先行研究
なぜ人々は離婚するのだろうか。この問いに対して、Becker et al(1977)は離婚を結婚に関する経済理論の延長として捉え、2 つの要因が大きな影響を及ぼすことを明らかにした。
1 つ目は、結婚相手を探す上でのサーチコストである。世の中のすべての異性から配偶者を選ぶには膨大なサーチコストが必要となる。このため、出会った異性の中で納得できる相手と結婚することとなる。この場合、結婚後に現在の配偶者よりも高い期待効用を実現させる
異性と出会う可能性があり、その結果として離婚を選択する人も出てくると考えられる。2つ目は、結婚相手や経済環境に関する不確実性である。結婚生活を継続すると、配偶者の性格や嗜好等に関する新たな情報が蓄積され、結婚の期待効用が大きく変化する可能性がある。例えば、相手との性格の不一致や失業による大幅な所得低下が発生した場合、結婚の期
待効用が低下するため、離婚することが考えられる。このように結婚当初は予期しえなかったさまざまなショックが結婚の期待効用を変化させ、離婚の意思決定に影響を及ぼすこととなる。
Becker et al(1977)の理論をもとに様々な分析が行われてきたが、この中でも初婚年齢は離婚にどのような影響を及ぼすのだろうか。この点に関して 2 つの理論が存在する。１つ目は Maturity Effect である(Oppenheimer 1988)。この理論では初婚年齢が精神的な年齢、潜在的な配偶者や自分の好みに対する理解の代理指標となっていると考えている。このため、結婚年齢が上昇するほど結婚相手とのマッチングが高まり、離婚確率が低下する。また、逆に結婚年齢が若いほど、結婚相手とのマッチングが悪化し、その後の離婚確率が上昇すると考えられる。この理論の場合、初婚年齢と離婚確率の関係を線形と想定するため、初婚年
齢の 1 次項のみが変数として使用される。なお、初婚年齢を結婚相手を見つけるまでの期間としてとらえる理論もあり、Mate Search Model と呼ばれている2(Weiss and Willis 1997)。

2

Mate Search Model の詳細については橘木・木村(2008)を参照されたい。

3

この理論では、初婚年齢が高いことは、十分な期間をとって配偶者を探したことを意味する。
この場合、配偶者とのマッチングが向上し、離婚しにくくなると考えている。Mate Search
Model では初婚年齢と離婚確率は負の線形の関係にあるため、Maturity Effect と同じ傾向を示すと考えられる。
2 つ目は Poor Matching Effect である。この理論では独身女性の年齢がある一定上になり、出産の上限年齢に近づくと、潜在的な結婚相手に求める基準が低下すると考えている。
つまり、配偶者に求める基準をある程度妥協しても、出産限界を重視し、結婚を急ぐと考えている。この結果、配偶者とのマッチングが悪化し、離婚確率が上昇することとなる。
以上の Maturity Effect と Poor Matching Effect が初婚年齢と離婚に関する代表的な理論である。これらの理論のうち、Maturity Effect のみが当てはまる場合、初婚年齢が上昇する
ほど、離婚確率が低下する。これに対して、もし Maturity Effect だけでなく、Poor Matching
Effect も当てはまる場合、初婚年齢が上昇するにつれて離婚確率は低下するものの、初婚年
齢が一定以上になると離婚確率が上昇し始めることとなる。
以 上 の 初 婚 年 齢 と 離 婚 の 関 係 を 検 証 し た 近 年 の 研 究 と し て Heaton et al(2001) 、Leher(2008)、Leher and Chen(2013)、Rotz(2016)がある。これらの研究成果を整理すると、初婚年齢の上昇は離婚確率を確かに低下させるものの、必ずしも U 字型となっていないことが指摘されている。Heaton et al(2001)は、1993 Indonesia Family Life Survey (IFLS)を用い、インドネシアの離婚が減少した背景を分析している。Heaton et al(2001)は結婚年齢及びその 2 乗項を説明変数として使用し、結婚年齢と離婚確率の関係が U 字型となることを示した。これに対して、Leher(2008)と Leher and Chen(2013)は National Surveys of Family
Growth (NSFG)を用い、初婚年齢と離婚の関係を分析し、初婚年齢が 20 代の後半に至るま
で離婚確率は低下するものの、その後、離婚確率は上昇しないことを明らかにしている。ただし、配偶者の個人属性を見ると、結婚年齢が 20 代後半以降の場合、配偶者とのマッチン
グが悪化する傾向にあることも明らかにしている。Rotz(2016)は Survey of Income andProgram Participation (SIPP)と 1979 National Longitudinal Survey of Youth (NLSY)を用い、結婚年齢の変化と離婚の関係を分析している。この分析の結果、アメリカにおける結婚
年齢の上昇は、離婚の低下に大きな影響を及ぼしたことを明らかにした。Rotz(2016)は結婚
年齢の２乗項を用いた推計を行っていないものの、アメリカにおける離婚の低下の背景に
結婚年齢の上昇による結婚の安定化が大きな影響を及ぼすことを指摘しており、非常に興味深い。以上の結果をまとめると、アメリカのデータを用いた研究では結婚年齢と離婚確率の U 字型の関係は見られないものの、インドネシアの研究では U 字型の関係が確認されたと言える。
次に日本における研究を見ると、離婚の決定要因に関する分析は徐々に蓄積されつつあるものの(安藏 2003； 加藤 2005； 福田 2005)、初婚年齢と離婚の関係に注目した研究はない。安藏(2003)は、日本版 General Social Survey を用い、男女別に離婚の決定要因を分析している。分析の結果、男性では子どもの存在や高等教育が離婚確率を低下させ、女性
4

では子どもの存在や非伝統的な価値観を強く有する場合に離婚確率が高まることを明らかにした。初婚年齢については 1 次項を用いて分析しているが、有意となっていなかった。加藤(2005)は、日本家族社会学会全国家族調査委員会が実施した「全国調査『戦後日本の家族の歩み』」を用い、景気変動、親との同居や子どもの有無が離婚に及ぼす影響を分析した。
分析の結果、経済成長率が高いほど、子どもがいるほど、そして夫方の親と同居しているほど、離婚確率は低下することを明らかにした。初婚年齢については、妻の結婚年齢が 20 歳
以下、21-23 歳の場合に離婚確率が上昇し、30 歳以上になると離婚確率が低下していた。
福田(2005)は、本稿と同じく JPSC を用い、女性の離婚の決定要因を分析し、近年の出生コーホートほど、妻が正規雇用で働くほど、夫が非正規雇用、もしくは無職である場合ほど、離婚確率が高いことを明らかにした。初婚年齢については、離婚確率が高いと指摘される 20
歳未満の初婚年齢ダミーが有意となっておらず、明確な傾向は見られなかった。これらの研究以外にも、離婚に関する判例や経済的要因の関係を分析した Sakata and McKenzie(2007)、
社会保障制度と離婚の関係を分析した Sakata and McKenzie(2011)や夫の失業と離婚の関係を検証した佐藤(2014)が存在するものの、初婚年齢と離婚の関係に注目しているわけではない。
以上、先行研究の成果を整理すると、海外では初婚年齢と離婚確率の関係が必ずしも U
字型になっておらず、国内では初婚年齢と離婚の関係に注目した研究はないと言える。本稿はこの海外と国内の研究のギャップを埋めることを目的とする。

3

データ
今回の分析で使用する JPSC は、第 1 回目の 1993 年時点における 24 歳～34 歳の若年女

性 1500 名を調査対象としており、毎年調査を実施している。本稿で利用できるのは第 21
回目調査の 2013 年までとなっており、分析では全期間のデータを使用している。以下では1993 年から 2013 年までのデータを JPSC1993-JPSC2013 と呼ぶこととする。なお、
JPSC1997、JPSC2003、JPSC2008 及び JPSC2013 で新規調査サンプルが追加されている。
JPSC では、調査対象者の就学・就業、世帯構成、資産、住居、健康など幅広いトピックをカバーしている。
今回は t-1 期で既婚であるサンプルに分析対象を限定している。なお、調査期間以前に一度でも離婚、死別を経験したサンプルは除外し、初婚である者のみを分析対象とした。これは初婚からの離婚と再婚後の離婚では状況が異なると考えられるためである。

4

推計手法
本稿の目的は初婚年齢が離婚に及ぼす影響を定量的に明らかにすることである。今回は(1)初婚年齢と離婚に関する分析、(2)初婚年齢と夫婦関係満足度に関する分析、(3)学歴別
5

の初婚年齢と離婚に関する分析の 3 種類の推計を行う。
(1)の推計を行う場合、次の誘導型モデルを Logit モデルで推計する。
𝐷𝑖𝑡∗ = 𝛽1 𝐴𝑀𝑖𝑡−1 + 𝛽2 𝑇𝑖𝑡−1 + 𝛽3 𝐾𝑖𝑡−1 + 𝛽4 𝜃𝑖𝑡−1 + 𝛽5 𝑊𝑖𝑡−1 + 𝛽6 𝑋𝑖𝑡−1 + 𝜀𝑖𝑡(1)

i は観察された個人、t は観察時点を示す。𝐷𝑖𝑡 は t-1 期に結婚していた夫婦が t 期に離婚した場合に 1、結婚を継続した場合に 0 となるダミー変数である。
𝐴𝑀𝑖𝑡−1 は初婚年齢に関する変数であり、推計では妻の初婚年齢の 1 次項と 2 乗項/100 を使用する3。Becker et al(1977)が指摘するように、Poor Matching Effect が存在している場
合、初婚年齢の 2 乗項が正に有意となるが、この傾向が見られるかどうかを確認する。なお、分析では結婚年齢の 1 次項や 3 乗項、4 乗項を用いた場合の推計結果と 2 乗項を用いた
場合の推計結果の比較検証も行う。もし Poor Matching Effect が存在しない場合、初婚年齢と離婚確率の関係は線形になる可能性があるが、その際は初婚年齢の 1 次項のみを使用する方が望ましい。また、仮に Poor Matching Effect が存在していても、初婚年齢と離婚確率の関係が初婚年齢の 2 乗項ではなく、より高次の項で示される可能性もある。これらの点を確認するためにも、結婚年齢の 1 次項のみや 3 乗項、4 乗項を用いた場合の推計を行い、どのモデルが最も適切かどうかを赤池情報量規準(AIC)で検証する4。
𝑇𝑖𝑡−1 は結婚期間ダミー(1-5 年、6-10 年、11-15 年、16 年以上)である。この変数によって、結婚期間の継続が離婚にどのような影響を及ぼすのかを検証する。佐藤(2014)等の先行研究では結婚期間が長くなるほど離婚確率が低下する傾向を示しており、本稿でも同じ傾向が見られるかどうかを確認する。
𝐾𝑖𝑡−1は結婚によって形成される資本を示しており、5 歳以下の子どもありダミー、6-12 歳の子どもありダミー、子どもの数を変数として使用する。子どもの存在は離婚コストを高め、夫婦として留まらせる効果があると考えられるため、離婚確率を低下させると考えられる。
𝜃𝑖𝑡−1 は夫婦のマッチングを示しており、夫婦の学歴の組合せダミーと夫妻の年齢差ダミーを代理指標として使用する。Becker(1974)は、教育水準、身長、知能、年齢、非勤労所得、
身体的な魅力等の個人属性に関して、その属性が大きく近い夫婦の組合せほど、結婚の期待効用が高く、離婚しにくいと指摘している。このため、夫婦の学歴の組合せダミーは夫婦の学歴が高く、同じ学歴であるほど、離婚確率が低いと考えられる。また、夫妻の年齢差ダミーはその差が大きくなるほど、離婚確率が上昇すると考えられる。
𝑊𝑖𝑡−1 は夫または妻の正規雇用就業ダミーを示している。世帯の経済状況は離婚の意思決定に大きな影響を及ぼす。正規雇用で働く夫がいる場合、他の就業形態よりも世帯の経済状
況が安定するため、結婚を継続することの便益が上昇し、離婚確率が低下すると予想される。
3

分析では妻の初婚年齢を用いて推計を行ったが、夫の初婚年齢を用いて同様の分析を行った。推計結果の詳細は Appendix1 に掲載したが、妻の初婚年齢を用いた場合とほぼ同じ結果となった。
4

AIC を用いてのモデル選択を行った研究に寺脇(2000)や金(2000)がある。

6

これに対して、妻が正規雇用で働く場合、結婚の分業による便益が低下するため、離婚確率が上昇すると考えられる。
𝑋𝑖𝑡−1 はその他コントロール変数を示しており、市郡規模ダミー、出生コーホートダミー、年次ダミーを使用している。これらの変数のうち、出生コーホートダミーは各世代によって異なる離婚に対する考え方等をコントロールするために使用する。近年のコーホートほど離婚を許容するようになってきている場合、近年の出生コーホートほど離婚確率が上昇すると考えられる。
𝜀𝑖𝑡 は誤差項を示している。なお、分析では、因果関係を明確にするため、すべての説明変数で 1 期前の値を使用する。また、推計では Pooled Logit モデルを使用する。
(2)の推計を行う場合、次の誘導型モデルを Logit モデルで推計する。
𝑆𝑖𝑡∗ = 𝛽1 𝐴𝑀𝑖𝑡−1 + 𝛽2 𝑇𝑖𝑡−1 + 𝛽3 𝐾𝑖𝑡−1 + 𝛽4 𝜃𝑖𝑡−1 + 𝛽5 𝑊𝑖𝑡−1 + 𝛽6 𝑋𝑖𝑡−1 + 𝜀𝑖𝑡(2)(2)式のうち、𝑆𝑖𝑡 は夫婦関係満足度ダミーであり、夫婦関係満足度の質問に対して「非常に満足している」、「まあまあ満足している」と回答した場合に 1、「ふつう」、「あまり満足していない」、「まったく満足していない」と回答した場合に 0 となる変数である。使用する
説明変数は(1)式と同じであり、分析で特に注目するのは初婚年齢に関する変数である。
Maturity Effect が存在する場合、初婚年齢が若いほど夫婦関係満足度も低下すると予想される。また、Poor Matching Effect が存在する場合、初婚年齢が高くなるほど夫婦関係満足度が低下すると予想される。このため、Maturity Effect と Poor Matching Effect の両方が存在する場合、夫婦関係満足度と初婚年齢の関係は逆 U 字型になると考えられ、この傾向の有無を確認する。このような逆 U 字型の関係が存在する場合、初婚年齢が低い層と高い層において夫婦関係満足度が悪化し、それが離婚発生の原因の 1 つとなっていると予想される。なお、夫婦関係満足度に関する質問は 2003 年以降でしか存在しないため、分析期間を2003 年から 2013 年に限定する。
(3)の推計を行う場合、次の誘導型モデルを妻の学歴別に Logit モデルで推計する。
𝐷𝑖𝑡∗ = 𝛽1 𝐴𝑀𝑖𝑡−1 + 𝛽2 𝑇𝑖𝑡−1 + 𝛽3 𝐾𝑖𝑡−1 + 𝛽4 𝛿𝑖𝑡−1 + 𝛽5 𝑊𝑖𝑡−1 + 𝛽6 𝑋𝑖𝑡−1 + 𝜀𝑖𝑡(3)(3)式のうち、使用する変数は夫婦のマッチングを示す変数以外で(1)式と同じである。(3)
式では妻の学歴別に推計を行うため、夫婦の学歴の組合せダミーを使用できない。そこで、夫婦の学歴の組合せダミーの代わりに夫の学歴ダミーを変数として使用する。(3)式では
𝛿𝑖𝑡−1が夫の学歴ダミーと夫妻の年齢差ダミーを示す変数となっている。(3)式では妻の学歴が中高卒の場合と専門・短大卒以上でサンプルを分割し、推計を行う。後者の専門・短大卒
以上のグループほど、就学期間が長く、就業意欲の高い女性比率も多いため、結婚年齢が高くなると考えられる。この場合、出産限界年齢付近まで結婚相手を探す比率が増加し、結婚
7

相手とのマッチングが悪化する恐れがある5。この結果、専門・短大卒以上のグループほど
初婚年齢と離婚確率の U 字型の関係が顕著に表れると予想される。
以上の(1)から(3)までの推計を本稿では行う。なお、分析に使用した変数の基本統計量は
表 1 に掲載してある。
表 1 基本統計量変数

平均値 標準偏差

離婚ダミー

0.01

0.09

初婚年齢

25.11

3.57

初婚年齢の2乗項/100

6.43

1.90

初婚年齢の3乗項/1000

16.83

7.87

初婚年齢の4乗項/10000

45.01

30.17

1-5年

0.22

0.42

6-10年

0.27

0.44

11-15年

0.22

0.41

16年以上

0.25

0.44

妻高卒/夫高卒

0.27

0.44

妻高卒/夫専門・短大卒

0.09

0.28

妻高卒/夫大卒

0.09

0.28

妻専門・短大卒/夫専門・短大卒 0.09

0.28

妻専門・短大卒/夫高卒

0.15

0.36

妻専門・短大卒/夫大卒

0.18

0.38

妻大卒/夫大卒

0.11

0.31

妻大卒/夫高卒

0.02

0.13

妻大卒/夫妻専門・短大卒

0.02

0.13

中高卒

0.44

0.50

専門・短大卒

0.19

0.39

大卒以上

0.37

0.48

+4≦夫の年齢-妻の年齢

0.33

0.47

-3<夫の年齢-妻の年齢<+3

0.64

0.48

-4≧夫の年齢-妻の年齢

0.03

0.16

5歳以下の子どもありダミー

0.43

0.50

6-12歳以下の子どもありダミー

0.44

0.50

子どもの数

1.74

0.99

夫の正規雇用ダミー

0.81

0.39

妻の正規雇用ダミー

0.18

0.38

1964年以前生れ

0.36

0.48

1965-1969年生れ

0.29

0.45

1970-1974年生れ

0.18

0.38

1975年以降生れ

0.17

0.37

都区および政令指定都市

0.24

0.43

その他の市

0.61

0.49

町村・その他

0.15

0.36

結婚期間ダミー

妻と夫の学歴組合せダミー

夫の学歴ダミー

夫婦の年齢差ダミー

出生コーホートダミー

市郡規模ダミー

サンプルサイズ20,497

注1：分析対象はt-1期に結婚していた女性である。
出所：JPSC1993-JPSC2013を用い、筆者作成。

5

今回使用する JPSC では、妻の学歴が中高卒の場合、結婚年齢が 30 歳以上となる割合は 6.48%であったが、専門・短大卒以上では 13.74%と約 2 倍となっていた。

8

5

推計結果
5.1

初婚年齢と離婚の関係

表 2 は(1)初婚年齢と離婚に関する分析の推計結果を示している。(A1)は初婚年齢の 1 次
項を使用し、(A2)では 2 乗項/100 も使用している。(A3)ではさらに初婚年齢の 3 乗項/1000を追加し、(A4)では初婚年齢の 4 乗項/10000 も追加している。表 2 ではモデル選択に関する統計量として AIC も掲載した。AIC のうち、最も小さい値を示していたのは、(A2)の初婚年齢とその 2 乗項を使用した場合であった。これは 4 つの推計モデルのうち、最も適切なのは(A2)であることを示している。この結果から、初婚年齢と離婚確率の関係は、初婚年
齢の 2 乗項を用いた非線形で示されると言える。そこで、(A2)の推計結果を見ると、初婚
年齢の 1 次項が負に有意で、2 乗項は正に有意であった。この結果は、初婚年齢と離婚確率の関係が U 字型になっていることを意味する。つまり、初婚年齢の上昇とともに離婚確率が低下するものの、ある一定以上の年齢になると離婚確率が上昇することを意味する。これは、初婚年齢が低い時点では Maturity Effect が働くことで離婚確率が低下し、その後徐々に Poor Matching Effect の効果が強まり、離婚確率が上昇するためだと考えられる。なお、初婚年齢以外の説明変数についてはおおむね予想通りの推計結果となっていた6。
以上の分析結果から、初婚年齢と離婚確率の関係が U 字型になっていることがわかったが、どの年齢層において最も離婚確率が低下するのかといった点は明確ではない。そこで、
表 2 の(A2)の Logit モデルの推計結果を使用し、初婚年齢と離婚確率の関係をシミュレー
ションする。シミュレーションでは、初婚年齢以外の説明変数にはその平均値を代入し、初婚年齢を変化させた際に離婚確率がどのように推移するのかを計算した。シミュレーショ
ン結果は、図 1 に掲載してある。図 1 の縦軸は離婚確率を示し、横軸は初婚年齢を示している。図 1 を見ると、20 歳以下で離婚確率が高いものの、初婚年齢の上昇とともに離婚確率が低下し、30 歳と 31 歳時点で最も離婚確率が低くなっていた。その後、32 歳から徐々に離婚確率が上昇した7。

6

初婚年齢以外の説明変数の推計結果については Appendix2 を参照されたい。

7

結婚年数別に同様のシミュレーションを行ったが、図 1 とほぼ同じ傾向となっていた。

9

表 2 初婚年齢と離婚に関する Logit 分析
被説明変数：離婚=1、結婚継続=0

(A1)

初婚年齢

(A2)

係数

限界効果

-0.08**-0.00*(0.04)(0.00)

初婚年齢の2乗項/100

係数

限界効果

(A3)

(A4)

係数 限界効果係数 限界効果-0.58*** -0.01*** -0.82*-0.01*

3.01

0.03(0.12)(0.00)(0.50)(0.00)(3.00)(0.03)

0.95***

0.01***

1.78

0.02

-17.78-0.16(0.20)(0.00)(1.60)(0.01)(14.94) (0.13)

初婚年齢の3乗項/1000

-0.09

-0.00

4.18

0.04

(0.16)(0.00)(3.18)(0.03)

-0.33

-0.00

初婚年齢の4乗項/10000(0.24)
その他の説明変数(0.00)

Yes

Yes

Yes

Yes

モデル選択に関する統計量
2067.782056.132057.902057.55

推計手法

赤池情報量規準(AIC)

Logit

Logit

Logit

Logit

対数尤度

-989.89-983.07-982.95-981.78

サンプルサイズ20,497

20,497

20,497

20,497注1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
注3)：JPSC1993-JPSC2013から、筆者推計。

図 1 初婚年齢と離婚確率に関するシミュレーション
0.020 （離婚確率）

0.018
0.016
0.014
0.012
0.010
0.008
0.006

0.004
0.002
40歳

39歳

38歳

37歳

35歳

34歳

33歳

32歳

31歳

30歳

29歳

28歳

27歳

26歳

25歳

24歳

23歳

22歳

21歳

20歳

19歳

18歳

36歳

（初婚年齢）

0.000

注 1)：表 2 の(A2)の推計結果を用いて算出。

以上の分析結果から、初婚年齢が 30 歳と 31 歳時点で最も離婚確率が低く、その前後において離婚確率が上昇していた。この分析結果から、初婚年齢の上昇が必ずしも離婚確率の上昇につながるわけではなく、離婚確率を低下させ、結婚を安定化させる場合もあると言える。この点に関連して、厚生労働省の『人口動態統計』から我が国の妻の初婚年齢の推移を10見ると、1980 年で 25.2 歳、1990 年で 25.9 歳、2000 年で 27.0 歳、2014 年で 29.4 歳となっていた。これらの初婚年齢の上昇は、シミュレーション結果の離婚確率が低下する部分と重なるため、実際の離婚件数の減少に寄与している可能性がある。
表 2 と図 1 のシミュレーション結果から、我が国では Poor Matching Effect が存在すると考えられる。この場合、初婚年齢が高くなるほど、夫とのマッチングが悪化していると予想される(Leher 2008； Leher and Chen 2013)。この点を確認するためにも、妻の初婚年齢によって夫とのマッチングがどの程度異なるのかを検証した。検証結果は表 3 に掲載してある。表 3 では夫とのマッチング指標として、妻の学歴が夫の学歴より高い割合と妻の年
齢が夫の年齢より 4 歳以上高い割合を使用している。これらの割合が高いほど、夫婦間での差異が大きいため、マッチングが低下すると考えられる。なお、表 3 では結婚によって形成される資本である子どもありの割合も使用している。
まず、妻の学歴が夫の学歴より高い割合を見ると、初婚年齢が 20 歳以下から 27-29 歳にかけてその割合が低下し、30 歳以降で値が再び上昇していた。33 歳以降で値が最も高くなっているわけではないものの、20 歳以下とほぼ同じ水準であった。この結果から、学歴に関して初婚年齢が高いほど、ややマッチング指標が悪化する傾向にあると言える。次に妻の年齢が夫の年齢より 4 歳以上高い割合を見ると、初婚年齢の上昇とともにその割合が高くなっていた。この結果は、妻の初婚年齢が高いほど、年下の男性と結婚する割合が増加することを意味する。このような夫婦間の年齢差の拡大は、マッチングを悪化させ、離婚確率を増加させる恐れがある。最後に、子どもありの割合を見ると、初婚年齢が上昇するほど、値が低下する傾向にあった。この結果は、初婚年齢が高いほど、子どものいない夫婦の割合が高いことを意味する。子どもは結婚によって形成される資本の一部であり、その存在は離婚を抑制することとなるため、初婚年齢の増加が離婚確率を増加させている可能性がある。以上の結果から、初婚年齢が高くなるほど、マッチング指標である夫婦の学歴の違いや年齢差が拡大するだけでなく、結婚によって形成される資本の子どもが少ないと言える。この結果から、初婚年齢が高くなるほど、夫とのマッチングが悪化していると考えられる。
表 3 初婚年齢と夫婦のマッチング指標(%)
20歳以下 21-23歳 24-26歳 27-29歳 30-32歳 33歳以上
妻の学歴が夫の学歴より高い割合
妻の年齢が夫の年齢より4歳以上高い割合子どもありの割合

23.91

20.89

20.29

16.71

26.48

23.70

0.00

0.14

1.04

3.74

9.71

27.53

98.31

95.77

88.00

76.27

69.02

61.98

注1：分析対象はt-1期に結婚していた女性である。
出所：JPSC1993-JPSC2013を用い、筆者作成。

11

5.2

初婚年齢と離婚の推計結果の頑健性の確認

これまでの分析の結果、初婚年齢と離婚確率の関係は U 字型となっていることがわかった。しかし、前節までの推計には 2 つの課題が残っている。1 つ目は、観察できない固定効
果を考慮できていないという点である。この点に関しては Random Effect Logit モデルを用いて再度推計する8。2 つ目は、初婚年齢ダミーを使用した分析との比較である。Leher(2008)と Leher and Chen(2013)は初婚年齢ダミーを使用することで初婚年齢と離婚確率の関係がU 字型ではないという結果を得ている。これに対して本稿の推計では、初婚年齢の 2 乗項を用いているため、初婚年齢に関する変数の特定化が異なっている。どちらの初婚年齢の特定化が適切かどうかを確認するために、モデル選択に関する統計量である AIC を用いて検証を行った。以上の 2 つの課題に関する推計結果は表 4 に掲載してある。
表 4 初婚年齢と離婚に関する推計の頑健性の確認
被説明変数：離婚=1、結婚継続=0(B1)(表2の(A2)を再掲)

(B2)

(B3)
係数

係数

係数

初婚年齢

-0.58***-0.58***(0.12)(0.20)

初婚年齢の2乗項/100

0.95***

0.95***(0.20)(0.35)

初婚年齢ダミー

20歳以下

0.50**

24-26歳-0.51**

ref：21-23歳(0.24)(0.23)
27-29歳-0.62**(0.30)

30-32歳-0.96**(0.43)

33歳以上

-0.31
(0.48)

その他の説明変数

Yes

Yes

Yes

モデル選択に関する統計量
赤池情報量規準(AIC)

2056.132064.00

推計手法

Logit

RE Logit

Logit

対数尤度

-983.07-983.07-984.00

サンプルサイズ20,497

20,497

20,497注1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
注3)：JPSC1993-JPSC2013から、筆者推計。
8

観察できない固定効果を除去する Fixed Effect モデルについては、初婚年齢が期間中に変動しない変数であるため、使用できなかった。

12

表 4 のうち、(B1)と(B2)は初婚年齢の 2 乗項を使用した場合の推計結果である。(B1)は
表 2 の(A2)を再掲しており、(B2)は Random Effect Logit モデルの推計結果を示している。
(B2)の結果を見ると、初婚年齢の 2 乗項が正に有意となっていた。この結果は(B1)と同じであり、固定効果を考慮しても初婚年齢と離婚確率は U 字型の関係にあると言える。次に初婚年齢ダミーを使用した(B3)の結果を見ると、20 歳以下で正に有意となり、24-26 歳、
27-29 歳、30-32 歳で負に有意となっていた。これに対して、33 歳以上では有意な値となっていなかった。この結果は、20 代から 30 代にかけて離婚確率が低下するが、その後は離婚
確率と初婚年齢に明確な関係がみられないことを意味する。この傾向は、Leher(2008)とLeher and Chen(2013)と同じである。(B3)の結果と(B1)の AIC を比較すると、いずれの場
合でも(B1)の値の方が小さくなっていた。この結果は、初婚年齢ダミーよりも、初婚年齢の2 乗項を用いる方がモデルの適合度が高いことを意味する。以上の結果から、初婚年齢の 2乗項を用いた方が離婚と初婚年齢の関係を適切に示すことができ、先行研究では初婚年齢
ダミーを使用したために異なった結果となった可能性がある。

5.3

初婚年齢と夫婦関係満足度

本節では初婚年齢と夫婦関係満足度について分析する。前節の分析結果から、Maturity
Effect と Poor Matching Effect の両方が存在すると考えられる。この場合、初婚年齢が若いほど、そして、初婚年齢が高くなるほど、夫婦のマッチングが悪化し、夫婦関係満足度が低下すると考えられる。この結果、夫婦関係満足度と初婚年齢の関係は逆 U 字型になると考えられ、この傾向が確認されるかどうかを検証する。推計結果は表 5 に掲載してある。
表 5 の(C1)は初婚年齢の 1 次項を使用し、(C2)では 2 乗項/100 も使用している。(C3)ではさらに初婚年齢の 3 乗項/1000 を追加し、(C4)では初婚年齢の 4 乗項/10000 も追加している。表 5 のモデル選択に関する統計量を見ると、AIC のうち、最も小さい値を示していたのは、(C2)の初婚年齢とその 2 乗項を使用した場合であった。これは 4 つの推計モデルのうち、最も適切なのは(C2)であることを示している。この結果から、初婚年齢と夫婦関係
満足度は、初婚年齢の 2 乗項を用いた非線形で示されると言える。そこで、(C2)の推計結果を見ると、初婚年齢の 1 次項が正に有意で、2 乗項は負に有意であった9。この結果は、初婚年齢と夫婦関係満足度が逆 U 字型になっていることを意味する。つまり、初婚年齢の上昇とともに夫婦関係満足度が上昇するものの、ある一定以上の年齢になると夫婦関係満足度が低下することを意味する。この背景には Maturity Effect と Poor Matching Effect の両方が影響を及ぼしていると考えられ、この夫婦関係満足度の低下が離婚確率の上昇に寄与していると予想される。

9

初婚年齢以外の説明変数の推計結果については Appendix3 を参照されたい。

13

表 5 初婚年齢と夫婦関係満足度に関する Logit 分析
被説明変数：夫婦関係満足度は良好=1、それ以外=0
初婚年齢

(C1)

(C2)

(C3)

(C4)

係数 限界効果

係数

限界効果 係数 限界効果 係数 限界効果

-0.00

-0.00

0.16***

0.04***

0.30

0.07

0.91

0.21

(0.01)(0.00)(0.05)(0.01)(0.21)(0.05)(0.88)(0.20)

初婚年齢の2乗項/100-0.31*** -0.07*** -0.83

-0.19

-4.05

-0.94

(0.09)(0.17)(4.45)(1.03)(0.02)(0.73)

初婚年齢の3乗項/1000

0.06

0.01

0.80

0.19

(0.08)(0.02)(0.97)(0.23)

初婚年齢の4乗項/10000
その他の説明変数

-0.06

-0.01

(0.08)(0.02)

Yes

Yes

Yes

Yes

17155.89

モデル選択に関する統計量
17162.95

17152.60

17154.26

推計手法

赤池情報量規準(AIC)

Logit

Logit

Logit

Logit

対数尤度

-8546.48-8540.30-8540.13-8539.95

サンプルサイズ13,04013,04013,04013,040

注1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
注3)：JPSC1993-JPSC2013から、筆者推計。

次に図 1 と同じく、初婚年齢と夫婦関係満足度の関係をシミュレーションし、その形状を確認した。使用したのは表 5 の(C2)の推計結果であり、シミュレーション結果は図 2 に掲載してある。なお、図 2 の縦軸は夫婦関係満足度が良好である確率を示し、横軸は初婚年齢を示している。図 2 を見ると、18 歳から 20 代後半にかけて夫婦関係満足度が良好である
確率が上昇するものの、30 歳時点から徐々に低下していた。特に 30 代半ばから夫婦関係満足度が良好である確率が低下する傾向がやや強くなっていた。
以上の分析結果から、初婚年齢と夫婦関係満足度が逆 U 字型の関係となっており、この背景には Maturity Effect と Poor Matching Effect の両方が影響を及ぼすためだと考えられる。また、この分析結果は、初婚年齢と離婚確率が U 字型となる原因の 1 つとして、夫婦関係満足度も影響を及ぼす可能性があることを示唆している。

14

図 2 初婚年齢と夫婦関係満足度が良好である確率に関するシミュレーション
0.500 （夫婦関係満足度が良好である確率）

0.450

0.400

0.350

0.300

0.250

（初婚年齢）
40歳

39歳

38歳

37歳

36歳

35歳

34歳

33歳

32歳

31歳

30歳

29歳

28歳

27歳

26歳

25歳

24歳

23歳

22歳

21歳

20歳

19歳

18歳

0.200

注 1)：表 5 の(B2)の推計結果を用いて算出。

5.4

学歴別の初婚年齢と離婚の関係

本節では学歴別に初婚年齢と離婚確率の関係を分析する。推計結果は表 6 に掲載してある10。(D1)は妻の中高卒であり、(D2)は妻の学歴が専門・短大卒以上である。(D1)の推計
結果を見ると、初婚年齢とその 2 乗項の両方とも有意となっていなかった。この結果は、中高卒の場合、初婚年齢と離婚確率の関係が U 字型になっていないことを意味する11。これに対して、(D2)の推計結果を見ると、初婚年齢の 1 次項は負に有意で 2 乗項は正に有意となっていた。この結果は、初婚年齢と離婚確率の関係が U 字型になっていることを意味する。
以上の結果から、妻の学歴が専門・短大卒以上であると、初婚年齢と離婚確率の U 字型の関係が顕著になっていると言える。この結果は仮説と整合的である。
次に表 6 の推計結果を用い、初婚年齢と離婚確率の関係をシミュレーションした。シミュレーション結果は図 2 に掲載してある。図 2 を見ると、学歴によって結果が大きく異なっていた。中高卒では初婚年齢が上昇するほど離婚確率が低下していた。これに対して専門・短大卒以上を見ると、20 代から 30 代にかけて離婚確率が低下し、32 歳以降から再び離婚確率が上昇していた。この結果からも妻の学歴が専門・短大卒以上であると、初婚年齢と離婚確率の U 字型の関係が顕著になると言える。
10

初婚年齢以外の説明変数の推計結果については Appendix4 を参照されたい。

11

妻の学歴が中高卒の場合において、初婚年齢に関して 1 次項のみを使用した場合と 2 乗項も使用した

場合の推計を行い、AIC の比較を行った。この結果、初婚年齢の 1 次項のみを使用した方の AIC が小さかった。これは、妻の学歴を中高卒に限定すると、初婚年齢と離婚確率の関係が線形で示されることを意
味する。

15

表 6 妻の学歴別の初婚年齢と離婚に関する Logit 分析
被説明変数：離婚=1、結婚継続=0

(D1)
分析対象：

(D2)
分析対象：

中高卒

専門・短大卒以上

係数
初婚年齢
初婚年齢の2乗項/100

限界効果

係数

限界効果

-0.15

-0.00

-0.58**-0.00**(0.35)(0.00)(0.29)(0.00)

0.01

0.00

0.96*

0.01*

(0.01)(0.51)(0.73)
その他の説明変数(0.00)

Yes

Yes

推計手法

Logit

Logit

対数尤度

-520.73-442.10

サンプルサイズ8,972

11,525注1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
注3)：JPSC1993-JPSC2013から、筆者推計。

図 2 妻の学歴別の初婚年齢と離婚確率に関するシミュレーション
0.018（離婚確率）

0.016

高卒以下

0.014

専門・短大卒以上

0.012
0.010
0.008
0.006
0.004

（初婚年齢）

0.002

40歳

39歳

38歳

37歳

36歳

35歳

34歳

33歳

32歳

31歳

30歳

29歳

28歳

27歳

26歳

25歳

24歳

23歳

22歳

21歳

20歳

19歳

18歳

0.000

注 1)：表 6 の(D1)、(D2)の推計結果を用いて算出。

6

結論
我が国の初婚年齢は上昇傾向にある。この初婚年齢の変化について、主に少子化との関連からさまざまな分析が行われてきたが、欧米では初婚年齢の変化が離婚にも影響を及ぼす
16

ことが指摘されている。この初婚年齢と離婚の関係を明示的に検証した研究は国内では少なく、明らかになっていない点も多い。そこで、本稿では JPSC を用い、初婚年齢と離婚の関係について分析した。この分析の結果、次の 3 点が明らかになった。
1 点目は、初婚年齢が 20 代から 30 代に増加するにつれて離婚確率が低下するが、32 歳
以降に上昇することがわかった。この結果から、初婚年齢と離婚確率の関係は U 字型になっていると考えられる。この結果は、初婚年齢の上昇が必ずしも離婚を増加させるわけではなく、むしろ、結婚を安定化させる場合もあることを示している。なお、離婚確率が最も低かったのは 30 歳と 31 歳であった。2 点目は、初婚年齢と夫婦関係満足度について分析した
結果、初婚年齢が 20 代から 30 代に増加するにつれて満足度が上昇し、30 歳以降に低下す
ることがわかった。この結果から、初婚年齢と夫婦関係満足度の関係は逆 U 字型になっていると考えられる。3 点目は、妻の学歴別に初婚年齢と離婚の関係を分析した結果、専門・短大卒以上の高学歴層ほど、30 代前半以降の離婚確率の上昇が顕著であることがわかった。
以上の分析結果から、初婚年齢が 20 歳以下や 32 歳以上の場合、配偶者とのマッチングが悪く、夫婦関係満足度も低くなるため、その後の離婚につながりやすくなると考えられる。
初婚年齢が上昇しすぎることによる負の影響については、主に出産面で指摘されていたが、離婚増加といった形でも存在すると言える。ただし、離婚に関して言えば、必ずしも初婚年
齢の上昇が負の影響のみをもたらすわけではない。初婚年齢が 20 代から 30 代に上昇する
につれて Maturity Effect によって離婚確率も低下し、結婚が安定化するため、初婚年齢が上昇しすぎないことが重要だと言える。我が国の初婚年齢の現状を見ると、ちょうど離婚確率が低い時点の年齢に差し掛かっているため、現時点ではメリットが大きいと考えられる。
最後に本稿に残る課題について述べておきたい。今回の分析では国内のパネルデータの中でも比較的多くの離婚サンプルが活用できる JPSC を用いて分析を行ってきたが、離婚サ
ンプルの数は決して十分とは言えない。今回得られた結果の頑健性を確認するためにも、より多くの離婚サンプルを含むデータを使用し、再度分析する必要があるだろう。

参考文献
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Journal of Political Economy, 1977, 85, pp. 1141–87.
Heaton, T. B., M. Cammack and L. Young. “Why Is the Divorce Rate Declining inIndonesia?” Journal of Marriage and Family, 2001, 63(2): 480-490.
Lehrer, E. L. “Age at marriage and marital instability: Revisiting the Becker–Landes–Michael
hypothesis.” Journal of Population Economics, 2008, 21(2): 463-484.
Lehrer, E. L. and Y. Chen. “Delayed Entry into First Marriage and Marital Stability.”

Demographic Research, 2013, 29 (20): 521-542.
Oppenheimer, V.K. “A theory of marriage timing.” American Journal of Sociology, 1988,
17

94(3):563–591.
Rotz, D. “Why Have Divorce Rates Fallen? The Role of Women’s Age at Marriage.” Journalof Human Resources, 2016, 51(4): 961-1002.
Sakata, K. and C. R. McKenzie. “A Time Series Analysis of the Divorce Rate in Japan Using a
Precedent-based Index, ” Oxley, L. and Kulasiri, D (eds.) MODSIM 2007 International

Congress on Modeling and Simulation (Modeling and Simulation Society of Australia and
New Zealand), 2007, pp. 2981-2988.
Sakata, K. and C. R. McKenzie. “Social Security and Divorce in Japan, ” Mathematics andComputers in Simulation, 2011, 81/7, pp. 1507-1517.
Weiss, Y. and R. Willis. “Match Quality, New Information, and Marital Dissolution, ”

Journal of Labour Economics, 1997, 15, pp. 293–329.
安藏伸治「離婚とその要因―わが国における離婚に関する要因分析―」大阪商業大学比較地域研究所・東京大学社会科学研究所編『日本版 General Social Surveys 研究論文集［2］JGSS で見た日本人の意識と行動』2003, pp. 25-45.
加藤彰彦「結婚と離婚の家族人口学」国立社会保障・人口問題研究所編『少子化の要因としての離婚・再婚の動向、背景および見通しに関する人口学的研究 第 1 回報告書』2006,
pp. 99-112.
金炯洙「高齢就農の動向とその決定要因」『農林業問題研究』2000, 第 36 号 1 巻, pp.36-46.
厚生労働省大臣官房統計情報部編『21 世紀出生児縦断調査及び 21 世紀成年者縦断調査 特別報告書（10 年分のデータより）』，2013, 厚生労働統計協会。
佐藤一磨「夫の失業が離婚に及ぼす影響」『経済分析』第 188 号, 2014, pp.119-141.
佐藤一磨「誰が熟年離婚するのか、また、熟年離婚はメンタルヘルスを悪化させるのか」日
本人口学会 第 69 回大会, 2017.
橘木俊詔・木村匡子『家族の経済学 お金と絆のせめぎあい』NTT 出版株式会社, 2008.
寺脇拓「農業関連公共事業の便益関数移転」『農業経済研究』2000, 第 71 号 4 巻, pp.179187.
福田節也「離婚の要因分析」財団法人家計経済研究所編『リスクと家計 消費生活に関するパネル調査(第 12 年度)』国立印刷局，2005, pp. 49-64.
山口一男「少子化の決定要因と対策について：夫の役割、職場の役割、政府の役割、社会の役割」RIETI Discussion Paper Series 04-J-045, 2004.

18

Appendix1 夫の初婚年齢と離婚に関する Logit 分析
被説明変数：離婚=1、結婚継続=0
夫の初婚年齢

(E1)

(E2)

係数

限界効果

-0.01

-0.00

(0.03)(0.00)

夫の初婚年齢の2乗項/100

係数

限界効果

(E3)

(E4)

係数 限界効果係数 限界効果-0.51*** -0.00*** -1.16** -0.01**

-0.45

-0.00

(0.10)(0.00)(0.49)(0.00)(2.55)(0.02)

0.81***

0.01***

2.87*

0.03*

-0.57

-0.01

(0.14)(0.00)(1.50)(0.01)(12.12) (0.11)

夫の初婚年齢の3乗項/1000

-0.21

-0.00

0.51

0.00

(0.15)(0.00)(2.47)(0.02)

-0.05

-0.00

夫の初婚年齢の4乗項/10000(0.18)
その他の説明変数(0.00)

Yes

Yes

Yes

Yes

モデル選択に関する統計量
2072.242047.842047.872049.76

推計手法

赤池情報量規準(AIC)

Logit

Logit

Logit

Logit

対数尤度

-992.12-978.92-977.93-977.88

サンプルサイズ20,497

20,497

20,497

20,497注1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
注3)：JPSC1993-JPSC2013から、筆者推計。

19

Appendix2 初婚年齢と離婚に関する Logit 分析(すべての変数を掲載)
被説明変数：離婚=1、結婚継続=0
初婚年齢

(A1)

(A2)

係数

限界効果

-0.08**(0.04)

(A3)

(A4)

限界効果

係数

限界効果

係数

-0.00*-0.58*** -0.01***-0.82*-0.01*

3.01

0.03(0.00)(0.12)(0.00)(0.50)(0.00)(3.00)(0.03)

0.95***

0.01***

1.78

0.02

-17.78-0.16(0.20)(0.00)(1.60)(0.01)(14.94)(0.13)

初婚年齢の2乗項/100

係数

初婚年齢の3乗項/1000

-0.09

-0.00

4.18

0.04

(0.16)(0.00)(3.18)(0.03)

初婚年齢の4乗項/10000
結婚期間ダミー

6-10年

ref：1-5年
11-15年
16年以上
妻と夫の学歴組合せダミー

妻高卒/夫専門・短大卒

ref：妻高卒/夫高卒
妻高卒/夫大卒
妻専門・短大卒/夫専門・短大卒
妻専門・短大卒/夫高卒
妻専門・短大卒/夫大卒
妻大卒/夫大卒
妻大卒/夫高卒
妻大卒/夫妻専門・短大卒
夫婦の年齢差ダミー+4≦夫の年齢-妻の年齢

ref：-3<夫の年齢-妻の年齢<+3-4≧夫の年齢-妻の年齢5歳以下の子どもありダミー

限界効果

-0.33

-0.00

(0.24)(0.00)

-0.28

-0.00

-0.30

-0.00

-0.29

-0.00

-0.32

-0.00

(0.27)(0.00)(0.28)(0.00)(0.28)(0.00)(0.28)(0.00)-0.90**-0.01**-0.90**-0.01**-0.89**-0.01**-0.91**-0.01**(0.44)(0.00)(0.44)(0.00)(0.44)(0.00)(0.44)(0.00)

-0.92

-0.01

-0.94

-0.01

-0.93

-0.01

-0.94

-0.01

(0.58)(0.01)(0.58)(0.01)(0.58)(0.01)(0.58)(0.01)

0.06

0.00

0.09

0.00

0.09

0.00

0.08

0.00

(0.25)(0.00)(0.25)(0.00)(0.25)(0.00)(0.25)(0.00)

-0.10

-0.00

-0.01

-0.00

-0.01

-0.00

-0.01

-0.00

(0.31)(0.00)(0.31)(0.00)(0.31)(0.00)(0.31)(0.00)

-0.28

-0.00

-0.23

-0.00

-0.23

-0.00

-0.25

-0.00

(0.28)(0.00)(0.29)(0.00)(0.29)(0.00)(0.29)(0.00)

-0.37

-0.00

-0.32

-0.00

-0.31

-0.00

-0.35

-0.00

(0.24)(0.00)(0.24)(0.00)(0.24)(0.00)(0.24)(0.00)-0.67**-0.01**-0.57**-0.01**-0.57**-0.01**-0.58**-0.01**(0.27)(0.00)(0.28)(0.00)(0.28)(0.00)(0.27)(0.00)-0.78**-0.01**-0.69**-0.01**-0.70**-0.01**-0.69**-0.01**(0.33)(0.00)(0.34)(0.00)(0.34)(0.00)(0.34)(0.00)

-0.50

-0.00

-0.46

-0.00

-0.47

-0.00

-0.48

-0.00

(0.62)(0.01)(0.62)(0.01)(0.62)(0.01)(0.62)(0.01)

-1.00

-0.01

-1.03

-0.01

-1.06

-0.01

-1.07

-0.01

(0.75)(0.01)(0.75)(0.01)(0.76)(0.01)(0.76)(0.01)

-0.24

-0.00

-0.27

-0.00

-0.27

-0.00

-0.28

-0.00

(0.18)(0.00)(0.18)(0.00)(0.18)(0.00)(0.18)(0.00)

1.21***

0.01***

1.00***

0.01***

0.94**

0.01**

0.88**

0.01**(0.35)(0.00)(0.36)(0.00)(0.39)(0.00)(0.42)(0.00)-0.81*** -0.01*** -0.75*** -0.01*** -0.74*** -0.01*** -0.75*** -0.01***

6-12歳以下の子どもありダミー
子どもの数(0.24)(0.00)(0.25)(0.00)(0.25)(0.00)(0.25)

-0.09

-0.00

-0.10

-0.00

-0.11

-0.00

-0.11

(0.00)-0.00(0.23)(0.00)(0.23)(0.00)(0.23)(0.00)(0.23)(0.00)

0.24*

0.00*

0.21

0.00

0.21

0.00

0.21

0.00

(0.14)(0.00)(0.14)(0.00)(0.14)(0.00)(0.14)(0.00)

夫の正規雇用ダミー-0.69*** -0.01*** -0.68*** -0.01*** -0.67*** -0.01*** -0.68*** -0.01***(0.17)(0.00)(0.17)(0.00)(0.17)(0.00)(0.17)(0.00)

妻の正規雇用ダミー

0.69***

0.01***

0.70***

0.01***

0.70***

0.01***

0.70***

0.01***(0.17)(0.00)(0.17)(0.00)(0.17)(0.00)(0.17)(0.00)

0.51*

0.00*

0.49*

0.00*

0.48*

0.00*

0.48*

0.00*

(0.26)(0.00)(0.26)(0.00)(0.26)(0.00)(0.26)(0.00)

出生コーホートダミー

1965-1969年生れ

ref：1964年以前生れ
1970-1974年生れ
1975年以降生れ
定数項

0.70*

0.01*

0.69*

0.01*

0.69*

0.01*

0.71*

0.01*

(0.38)(0.00)(0.37)(0.00)(0.37)(0.00)(0.37)(0.00)

1.31**

0.01**

1.27**

0.01**

1.27**

0.01**

1.30***

0.01**(0.51)(0.00)(0.50)(0.00)(0.50)(0.00)(0.50)(0.00)-3.71**

2.66

4.91

(1.45)(2.07)-22.15(5.05)(21.73)

市郡規模ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

年次ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes
2057.55モデル選択に関する統計量
2067.782056.132057.90

推計手法

赤池情報量規準(AIC)

Logit

Logit

Logit

Logit

対数尤度

-989.89-983.07-982.95-981.78

サンプルサイズ20,497

20,497

20,497

20,497注1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
注3)：JPSC1993-JPSC2013から、筆者推計。

20

Appendix3 初婚年齢と離婚に関する Logit 分析(すべての変数を掲載)
被説明変数：夫婦関係満足度は良好=1、それ以外=0
初婚年齢

(B1)

(B2)

(B3)

(B4)

係数

限界効果

係数

限界効果

係数

限界効果

係数

-0.00

-0.00

0.16***

0.04***

0.30

0.07

0.91

0.21

(0.01)(0.00)(0.05)(0.01)(0.21)(0.05)(0.88)(0.20)

初婚年齢の2乗項/100-0.31*** -0.07***

-0.83

-0.19

-4.05

-0.94

(0.09)(0.73)(0.17)(4.45)(1.03)(0.02)

初婚年齢の3乗項/1000

0.06

0.01

0.80

0.19

(0.08)(0.02)(0.97)(0.23)

初婚年齢の4乗項/10000
結婚期間ダミー

6-10年

-0.01
(0.02)-0.04**-0.03**-0.16**-0.04**-0.16**-0.04**-0.16**(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)

11-15年-0.23**-0.05**-0.26**-0.06**-0.26**-0.06**-0.26**-0.06**(0.10)(0.02)(0.10)(0.02)(0.10)(0.02)(0.10)(0.02)

16年以上-0.24*-0.06*-0.27**-0.06**-0.28**-0.06**-0.28**-0.06**(0.13)(0.03)(0.13)(0.03)(0.13)(0.03)(0.13)(0.03)

0.09

0.02

0.08

0.02

0.08

0.02

0.08

0.02

(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)

0.31***

0.07***

0.29***

0.07***

0.29***

0.07***

0.29***

0.07***(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)

0.09

0.02

0.07

0.02

0.07

0.02

0.07

0.02

(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)

0.14**

0.03**

0.13**

0.03**

0.13**

0.03**

0.13**

0.03**(0.06)(0.01)(0.06)(0.01)(0.06)(0.01)(0.06)(0.01)

妻専門・短大卒/夫大卒

0.57***

0.13***

0.55***

0.13***

0.55***

0.13***

0.55***

0.13***(0.06)(0.01)(0.06)(0.01)(0.06)(0.01)(0.06)(0.01)

妻大卒/夫大卒

0.81***

0.19***

0.79***

0.18***

0.79***

0.18***

0.79***

0.18***(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)(0.07)(0.02)

0.05

0.01

0.03

0.01

0.03

0.01

0.03

0.01

(0.14)(0.03)(0.14)(0.03)(0.14)(0.03)(0.14)(0.03)

0.73***

0.17***

0.73***

0.17***

0.73***

0.17***

0.73***

0.17***(0.13)(0.03)(0.13)(0.03)(0.13)(0.03)(0.13)(0.03)-0.08**-0.02**-0.07*-0.02*-0.07*-0.02*-0.07*-0.02*(0.04)(0.01)(0.04)(0.01)(0.04)(0.01)(0.04)(0.01)

0.27**

0.06**

0.36***

0.08***

0.36***

0.08***

0.36***

0.08***

妻高卒/夫専門・短大卒

ref：妻高卒/夫高卒
妻高卒/夫大卒
妻専門・短大卒/夫専門・短大卒
妻専門・短大卒/夫高卒

妻大卒/夫高卒
妻大卒/夫妻専門・短大卒
夫婦の年齢差ダミー-0.06(0.08)-0.14**

ref：1-5年

妻と夫の学歴組合せダミー

限界効果+4≦夫の年齢-妻の年齢

ref：-3<夫の年齢-妻の年齢<+3-4≧夫の年齢-妻の年齢(0.11)(0.03)(0.12)(0.03)(0.12)(0.03)(0.12)(0.03)

5歳以下の子どもありダミー-0.13**-0.03**-0.14**-0.03**-0.14**-0.03**-0.14**-0.03**(0.06)(0.01)(0.06)(0.01)(0.06)(0.01)(0.06)(0.01)

6-12歳以下の子どもありダミー-0.17*** -0.04*** -0.18*** -0.04*** -0.18*** -0.04*** -0.18*** -0.04***(0.05)(0.01)(0.05)(0.01)(0.05)(0.01)(0.05)

-0.01

-0.00

-0.00

-0.00

-0.00

-0.00

-0.00

-0.00

(0.03)(0.01)(0.03)(0.01)(0.03)(0.01)(0.03)(0.01)

0.29***

0.07***

0.28***

0.07***

0.28***

0.07***

0.28***

0.07***(0.05)(0.01)(0.05)(0.01)(0.05)(0.01)(0.05)(0.01)

0.08*

0.02*

0.08

0.02

0.08

0.02

0.08

0.02

(0.05)(0.01)(0.05)(0.01)(0.05)(0.01)(0.05)(0.01)

0.15**

0.03**

0.15**

0.03**

0.15**

0.03**

0.15**

0.03**(0.06)(0.01)(0.06)(0.01)(0.06)(0.01)(0.06)(0.01)

1970-1974年生れ

0.61***

0.14***

0.60***

0.14***

0.60***

0.14***

0.60***

0.14***(0.09)(0.02)(0.09)(0.02)(0.09)(0.02)(0.09)(0.02)

1975年以降生れ

0.85***

0.20***

0.84***

0.19***

0.84***

0.19***

0.84***

0.19***(0.12)(0.03)(0.12)(0.03)(0.12)(0.03)(0.12)(0.03)

子どもの数
夫の正規雇用ダミー
妻の正規雇用ダミー
出生コーホートダミー

1965-1969年生れ

ref：1964年以前生れ

定数項

-0.43
(0.30)-2.52***-3.79**-7.99(0.67)(1.93)(6.38)(0.01)

市郡規模ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

年次ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes
17155.89

モデル選択に関する統計量
17162.95

17152.60

17154.26

推計手法

赤池情報量規準(AIC)

Logit

Logit

Logit

Logit

対数尤度

-8546.48-8540.30-8540.13-8539.95

サンプルサイズ13,04013,04013,04013,040

注1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
注3)：JPSC1993-JPSC2013から、筆者推計。

21

Appendix4 妻の学歴別の初婚年齢と離婚に関する Logit 分析(すべての変数を掲載)
被説明変数：離婚=1、結婚継続=0

(D1)

初婚年齢
初婚年齢の2乗項/100
結婚期間ダミー

6-10年

ref：1-5年
11-15年
16年以上
夫の学歴ダミー

専門・短大卒

ref：中高卒
大卒以上
夫婦の年齢差ダミー+4≦夫の年齢-妻の年齢

ref：-3<夫の年齢-妻の年齢<+3-4≧夫の年齢-妻の年齢5歳以下の子どもありダミー
6-12歳以下の子どもありダミー
子どもの数
夫の正規雇用ダミー

(D2)

分析対象：

分析対象：

中高卒

専門・短大卒以上

係数

限界効果

係数

限界効果

-0.15

-0.00

-0.58**-0.00**(0.35)(0.00)(0.29)(0.00)

0.01

0.00

0.96*

0.01*

(0.73)(0.01)(0.51)(0.00)

-0.30

-0.00

-0.33

-0.00

(0.38)(0.00)(0.39)(0.00)

-0.79

-0.01

-0.98

-0.01

(0.55)(0.01)(0.72)(0.00)

-0.38

-0.00

-1.71**-0.01**(0.78)(0.01)(0.83)(0.01)

0.12

0.00

-0.12

-0.00

(0.25)(0.00)(0.32)(0.00)

0.07

0.00

-0.45

-0.00

(0.32)(0.00)(0.29)(0.00)-0.51**-0.01**

0.05

0.00

(0.23)(0.00)(0.26)(0.00)

1.15*

0.01*

0.71

0.00

(0.65)(0.01)(0.57)(0.00)-0.61*-0.01*-0.95**-0.01**(0.33)(0.00)(0.40)(0.00)

-0.16

-0.00

-0.11

-0.00

(0.29)(0.00)(0.39)(0.00)

0.27

0.00

0.11

0.00

(0.18)(0.00)(0.23)(0.00)-0.60*** -0.01***

妻の正規雇用ダミー
出生コーホートダミー

1965-1969年生れ

ref：1964年以前生れ
1970-1974年生れ
1975年以降生れ
定数項-0.76*** -0.01***(0.22)(0.00)(0.25)(0.00)

0.51*

0.01*

0.81***

0.01***(0.27)(0.00)(0.25)(0.00)

0.61*

0.01*

0.33

0.00

(0.37)(0.00)(0.40)(0.00)

1.29**

0.01**

-0.10

-0.00

(0.54)(0.01)(0.50)(0.00)

2.14***

0.02***

0.17

0.00

(0.72)(0.01)(0.73)(0.01)

-1.92

4.31

(4.38)(4.19)

市郡規模ダミー

Yes

Yes

年次ダミー

Yes

Yes

推計手法

Logit

Logit

対数尤度

-520.73-442.10

サンプルサイズ8,972

11,525注1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
注3)：JPSC1993-JPSC2013から、筆者推計。

22